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选择性披露管制如何影响美国资本市场 |
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时间：2013-11-24
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【内容提要】本文旨在评估美国资本市场选择性披露管制的政策影响。通过对后FD时期系列经验研究的回顾，本文归纳了研究管制影响的实证模型构建所面临的困难，系统梳理了现有文献的经验证据。总体上，实施FD条例后，公司管理层公开披露增加，市场分析师的意见价值下降，而市场流动性或有效性方面不存在一致证据，也几乎不存在可以辨别的投资者表现的变化。因此，经验研究似乎表明，监管层对选择性披露削弱投资者信心的担心与批评者对新规则抑制市场信息流动的担忧均是过度的。
【关键词】选择性披露；管制；经济后果
一、引言
2000年，美国资本市场采纳了一份重要的新规则—《公平披露条例》（Fair Disclosure Regulation，以下简称FD条例），旨在改进投资者可以公平获取的信息数量与质量。根据该条例，上市公司被禁止向经过选择的分析师或投资者等市场专业人士作出有关重要信息的私人披露。如果管理层无意间披露了重要的非公开信息，那么，FD条例要求公司在24小时内公开披露相同的信息。而当选择性披露为管理层故意作出时，公司应在作出选择性披露的同时向市场公开披露相同信息。
出台该份条例，SEC是基于以下考虑：公司管理层选择性地提供未来盈利、经营要点等重要信息，取悦华尔街分析师与机构投资者，导致中小投资者对资本市场完整性失去信心。SEC认为，选择性披露致使一些投资者“以欺瞒其他投资者为代价赚取利润或避免损失”。因此，“当投资者看到证券价格发生急遽变动、却只能在其后获知引起该项变动的信息时，便质疑他们是否与市场内幕人处于同一竞争平台”。除了增强投资者信心以外，SEC声称，新规则将限制公司管理层将私人信息作为奖励那些推荐公司股票或者作出有利盈利预测的分析师、惩罚对公司作出负面评价的分析师之能力。SEC明确指出，技术进步已经促进信息可以按照比以往更广泛的方式进行传播。“尽管发行人可能曾经不得不依赖分析师作为信息中介，而现在发行人可以采用多种方法直接与市场交流。除了发布新闻公告外，还可以利用网络实时播报和举行电话会议。技术局限不再是容忍选择性披露带来的对市场完整性威胁的借口。”[1]
然而，新规则的反对者（包括美国证券业协会和投资管理与研究协会）则认为，FD条例“将对发行人的信息披露产生冷却效应”。这些观点主要关注在确定何时某项披露具有“重大性”时存在的困难，并由此产生如何适用该项管制措施的问题。由于这一界定的模糊性，反对者预测，新规则将促使公司管理层在停止作出选择性披露的同时，终止与外界的任何私人信息交流，由此产生的信息缺口将不能通过增加对可比信息的公开披露得到填补。
为了对FD条例政策后果的竞争性假说作出检验，一些文献对公司管理层和市场分析师对新规则的反应进行研究。这些文献考察FD条例实施后，投资者对信息的公开获取是否通过更频繁的盈余预测和更开放的电话会议而增加。此外，许多文献检验了这一管制措施对交易量与流动性、资本市场处理盈余信息和财务分析师工作表现的影响。本文的主要目的是评论当前文献对这一发行人信息披露规则变革之影响的研究，重点关注实证研究模型构建中的困难与主要经验证据，以为我国《证券法》相关条款的修订提供若干借鉴。
总体上，经验研究表明，实施FD条例的后果是管理层公开披露增加，卖方分析师意见的价值降低。然而，几乎不存在可以辨别的投资者表现的变化。因此，经验研究似乎表明，监管层对选择性的管理层披露削弱投资者信心的担心以及批评者有关新规则对市场信息影响的担心均是过度的。
二、实证研究模型构建面临的挑战
在评估FD条例的影响时，研究者遇到一些挑战。首先，他们不得不提出该项管制措施所可能产生之影响的假设，并确定恰当的因变量以验证这些假设。其次，由于FD条例是在某个独立日期采纳的，研究者需要控制可能同时发生的潜在事项。最后，从理想角度，研究者需要确定一个预计将受该新规则影响的企业或分析师处理样本，以增强检验力度。
（一）提出假设
FD条例对公司管理层与市场分析师、机构投资者之间的大量私人信息交流产生潜在影响，包括封闭式电话会议、私人会晤以及对分析师财务预测模型的反馈。电话会议这一交流方式兴起于20世纪90年代后期，公司高管利用这一渠道向市场分析师和重要投资者传递有关盈利公告或其他重要事项的信息。FD条例实施后，公司可以选择将原先限制开放的电话会议向所有投资者开放，或者在无意图披露任何重大新信息的前提下继续采用封闭式会议，或者完全终止举行此类会议。
FD条例也潜在地影响着可以在管理层、分析师和机构投资者之间的私人会晤中交流的信息和管理层对分析师预测与估值模型作出私下建议时的信息。根据条例的要求，假设管理层未向与会的分析师和机构投资者提供重大的新信息，那么，管理层可以继续采用上述交流形式。然而，如果他们在会晤中因疏忽而披露了新信息，那么，公司必须在24小时内作出公开发布。作为备选方式，公司管理层可以认为这些交流形式从成本角度不再有效，并终止此类交流。此时，管理层需要决定是否通过拓展其他形式的公开交流来填补终止私人会晤所带来的信息缺口。
新的管制措施也很可能对市场分析师的行为及工作表现产生影响。通过限制市场分析师从公司管理层处获取私人信息，FD条例改变了分析师的竞争方式。在前FD时期的市场环境下，分析师通常以激进的方式参与竞争，与其研究范围内的企业管理层建立广泛联系。此类联系向分析师提供了获取私人信息的途径，或者以中间人身份参与管理层与客户会议的机会，并由此立足于分析师业界。然而，在后FD时期，分析师如想取得信息优势，将只能通过自身的私下搜索。譬如，通过与所关注公司的客户、供应商及竞争者建立联系，开发更好的新信息来源。
假设管理层与分析师将如何应对FD条例这一点并不明确，那么，研究者作出有关FD条例对资本市场与财务分析师表现之影响的准确预测将存在困难。如果管理层选择将前FD环境下作私下交流的相同信息进行公开披露，那么，信息不对称很可能降低。相反，如果管理层在新规则通过后减少信息披露，那么，市场中将产生新的信息缺口。财务分析师能否通过自身的研究来填补该缺口？如果分析师成功地填补了这一缺口，那么，任何信息不对称程度的降低很可能是微弱的。
关于FD条例对分析师工作表现的影响也较难预测。如果管理层在后FD时期作出公开披露以抵消私下披露的减少，那么，分析师的一致性预测可能更加准确且预测分散性降低。相反，如果管理层选择不增加公开披露，一致性预测的准确性很可能降低，并增加不确定性，由此导致预测分散性扩大。当然，上述假设以分析师将不会通过增加自身的信息搜索、创造竞争优势等方式对新的信息环境作出回应为前提。从分析师增加私人搜索产生新的信息不对称、抵消FD条例“平衡竞争舞台”这一效果的程度而言，预测准确性与分散性可能事实上并不受信息披露管制变更的影响。综上，FD条例对资本市场的影响严格地依赖于公司管理层与市场分析师对这项新披露规则的回应。
（二）同时发生的事件及其影响
对FD条例的研究通常采取事件研究设计，验证在新规则通过后的一定期间内时间序列中利益相关的因变量之表现是否发生变化。这一方法的一个局限是，由于FD条例是在一个单独的日历日采纳的，同一时期可能对因变量产生影响的其他因素之影响几乎不可能以随机方式进行剥离。
对于FD条例的研究而言，控制同时发生的事项是一个重要的研究条件，因为这项管制措施通过后的两年恰是美国金融市场的多事之秋，包括互联网部门股票价值的急剧缩水（表现为2000年8月至2001年3月之间NASDAQ综合指数下降40％），安然（开始于2001年10月）、世通（2002年中）等美国知名公司财务困境与舞弊的披露，以及“9·11”恐怖袭击事件的影响。这些事件几乎无疑地增加了市场不确定性，对FD条例之影响的研究中所检验的许多因变量产生影响。
（三）确定受影响的企业与分析师
研究FD条例之影响的第三方面困难来自于确定哪些企业或分析师深受该项管制措施的影响。通过确定处理样本，研究者将可增强其检验力度。相反，估计新规则对所有企业与分析师的平均影响，可能促使研究者得出结论，即新的管制措施影响甚微。更有甚者，如果管制对一些企业或分析师产生正面影响，对另一些企业或分析师构成负面后果，那么，检验平均影响将促使研究者错误地得出FD条例几乎不产生影响的结论。同时，确定受新规则影响最深的企业与分析师也允许研究者对上文所讨论的同时发生之事件的影响进行控制，因为预期不受该项立法影响的企业或分析师可以在检验中用作控制样本。
许多文献已就FD条例对所有企业与分析师的平均影响作出检验。截至目前，只有少数研究具体确定了很可能受新规则负面影响的企业。如Bushee, Matsumoto, & Miller（ 2004 ）[2]检验了FD条例对新规则发布前开放电话会议的企业与封闭电话会议的企业之差异化影响。Francis, Nanda, & Wang （2006）[3]则对直接受FD条例影响的美国企业与不适用该规则的美国存托凭证（ADRs）[4]的影响展开研究。
三、FD条例研究的经验证据
在这一部分，我们归纳了有关FD条例研究的主要发现，并对这些研究如何处理上文讨论的三方面挑战进行评论。我们首先讨论有关管理层与分析师如何应对新管制措施的文献，然后归纳FD#p#分页标题#e#条例对股票市场表现与分析师行为之影响的经验证据。
（一）管理层如何应对
管理层应对FD条例的研究文献主要检验在新管制举措通过后，公司管理层是否增加盈余预测的频率，以及是否开放先前对中小投资者封闭的私人电话会议。上述两方面检验的结果均表明，后FD时期公司管理层的主动披露增加。
Bailey，Li，Mao，＆Zhong（2003）[5]和Heflin，Subramanyam,＆Zhang （2003）[6]比较了FD条例通过后的三个季度每家企业管理层盈余预测的频率。Bailer等发现，对于后FD时期首个连续三季度（2000Q4 、2001 Q1及2001 Q2 ），相比FD条例通过前的2000年第三季度，管理层发布盈余预测的频率分别增加51％、55％和21 ％。 Heflin等以FD条例发布前的连续三个季度为基准，检验规则通过后连续三个季度的盈余预测发布情况，发现后FD时期每个企业季度预测均值呈现更大增长。每家企业平均预测频率从前FD时期的22.9％增长至后FD时期的58.8％，增幅达157％。即使在控制与主动披露潜在相关的其他企业因素（包括公司新闻、市场不确定性、公司资本需求与诉讼风险的替代变量）后，管理层盈余预测披露的增加现象持续存在。
然而，上述研究存在若干局限。第一，没有一篇文献对与FD条例不相关的任何宏观经济领域披露内容的变动进行控制。譬如，技术创新（如互联网与电话会议的盛行）已经降低管理层披露成本，并很可能增加主动披露的数量。这在FD条例实施前亦是如此。与这一假设相一致，Bailey等发现，在FD条例通过前的连续三个季度期间，盈余预测频率增加38％。因此，管理层预测频率增加是否可单独归因于FD条例，这一点并不明确。第二，作为对非FD条例因素的回应，如互联网部门股价下跌及其所增加的市场不确定性、安然等知名美国公司财务困境与舞弊的曝光以及“9·11”事件的影响等，盈余预测检验并未控制测试期间管理层增加主动披露的动机。这再一次地对观察到的管理层披露增加是否单独由FD条例引起或这些同时发生的其他事件所引发作出解释变得困难。
为了控制这些相互交织的事件，Bushee等（2004）检验了FD条例通过前后电话会议的披露情况。他们的测试样本由前FD时期限制性开放电话会议的企业构成。在后FD时期，这些企业可以完全停止举行电话会议，或者向所有投资者开放电话会议，或者在不披露重要新信息的前提下维持当前的封闭式开放模式。通过将测试企业与那些在前FD时期开放电话会议的企业相比较，Bushee等能够控制潜在同时发生的其他因素之影响。他们发现，后FD时期96.4％的测试企业继续举行电话会议，而控制样本中这一比例为98.2％假设绝大多数测试企业在后FD时期开放其电话会议，这一证据表明，在实施管制措施后，受FD条例影响最深的企业选择增加公开披露。最后，Bushee等发现，无论测试企业还是控制企业，后FD时期在电话会议的信息内涵上均不存在明显变化。这表明测试企业的管理层并未降低其在会议中披露的信息量。
（二）财务分析师如何应对
几乎很少研究对财务分析师是否通过增加自身的私人信息搜索来应对FD条例进行检验。Mohanram & Sunder （2006）[7]分析了FD条例实施前后分析师作出盈余预测时所使用信息类型的变化：所有分析师均共用的信息与个别分析师感兴趣的信息。他们发现，后FD时期，分析师预测呈现在更大程度上偏向特殊信息的趋势。他们也检验了在实施管制后分析师是否改变其所关注的企业类型，发现前FD时期分析师曾经密切跟进的企业在后FD时期发生减少，而此前较少受关注的企业则受到更多关注。他们认为这一证据表明，财务分析师通过增加私人信息搜索这一方式对FD条例作出回应，并以那些很可能产生个别回报的企业为目标。然而，这一研究依旧未对潜在的同时发生的事件进行控制。
因此，总体上，FD条例对管理层披露行为与分析师表现之影响的证据表明，管制措施增加了管理层的主动披露，并可能加强了对分析师搜索私人信息的激励。
（三）后FD时期资本市场与分析师的表现
1．市场流动性与交易量
研究者检验了以下一点：通过使竞争舞台进一步平等，FD条例是否增强了投资者对权益市场的信心。后者则由增加的市场流动性与交易量来表现.
（1）市场流动性
市场流动性测试通过检验在盈余公告和电话会议等信息发布事件前后买卖价差的变化来实现。如果管理层在后FD时期提供更多公开信息，买卖价差（尤其是逆向选择引致的部分）预计会下降。相反，如果后FD时期管理层不拓展公开披露以弥补选择性披露的减少，那么，信息不对称与买卖价差可能事实上增加。
关于买卖价差变动的证据是混杂的。Chiyachantana, Jiang,Taechapiroontong, & Wood （2004）[8]发现，盈余公告前后经调整的总价差与价差中由逆向选择引致的部分均发生下降。经调整的价差，用于控制同时发生的事件，在数额上等于盈余公告前后两日期间的平均价差减去同一企业在公告前14天的平均价差后的净额。Lee, Rosenthal,& Gleason （2004）[9]就FD条例对价差的影响做了更直接的测试，方法是检验由封闭式电话会议转变为开放式电话会议的样本企业在电话会议举行日的价差变化。他们的证据表明，后FD时期总价差或逆向选择部分均未发生变动。由于这项研究比较了测试企业与管制前后均开放电话会议的控制样本企业在价差上的变动，错过了控制潜在同时发生事件的机会。因此，Lee等“价差未发生变动”之结论可能受到了与实施FD条例同时发生之事件的干扰。
（2）交易量
研究者也对FD条例对信息事件如盈余公告与电话会议前后交易量的影响进行检验。如果管理层在FD条例实施后拓展公开披露，那么，预计交易量会增加，尤其是那些当前对市场更有信心的小投资者。相反，如果管理层未在FD条例实施后增加公开披露以补偿选择性披露的减少，那么，交易量则可能下降。
Bushee等（2004）提供了有关交易量增加的最令人信服的证据。他们对电话会议期间小投资者的交易量进行检验。FD条例促使许多此前仅限向经选择的分析师与投资者开放电话会议的企业转向对所有投资者开放电话会议。Bushee等发现，与这一变化同时发生的是经推测由小投资者作出的小额交易的频率增加。这一增加似乎不能归因于由系列同时发生的潜在事件引起的混杂效应，因为同一期间作为控制样本的在FD条例实施前后均开放电话会议的企业，在小额交易频率方面并未表现出任何变动。
其他一些研究重点关注对选择性披露实施管制后盈余公告前后的交易量变化。新规则很可能已经抑制住公司管理层对经过选择的分析师作出盈余信息警示的行为，并在盈余公告后关闭电话会议，由此降低机构投资者与中小投资者之间的信息不对称，增强市场信心。然而，目前的研究发现并不一致。Bailey等（2003）检验了FD条例实施前后盈余公告前后3日的异常交易量。他们认为，后FD时期交易量总体上增加。然而，他们的发现对用于描述前FD时期交易量的具体季度敏感。多变量测试在控制企业规模、报酬波动性、预测分散性等因素的影响后则显示，对于后#p#分页标题#e#FD时期的连续三季度期间，交易量方面呈现相互抵消的两方面影响：交易量水平增长，而交易量-报酬波动性的弹性下降。
Francis等（2006）比较了受FD条例影响的美国企业和不受该管制措施影响的非美国ADRs的异常交易量后果。当不考虑非美国ADRs这一控制因素时，他们发现，相比于Bailey等（2003）所报告的数据，后FD时期盈余公告日交易量水平增长。然而，以非美国ADRs为基准后，测试企业的异常交易量便消失，这促使Francis等得出结论—早期的发现并非由FD条例引起，而是同一时期其他因素作用的结果。
为了检验FD条例是否对散户与机构投资者产生不同影响，Chiyachantana等（2004）检验了盈余公告日两类投资者的调整后交易量。为了控制相互交织事件的影响，他们检验了盈余公告前后2日的调整后交易量。调整后交易量是事件日交易量减去同一企业在公告前14日平均交易量后的净值。他们发现，在后FD时期盈余公告前后的调整后交易量事实上降低了。对于机构投资者而言，这一降低集中于盈余公告发布前的一段时期。对于散户，调整后交易量则在盈余公告前下降、盈余公告后增加。研究者将散户交易量在盈余公告后增加这一现象解释为后FD时期信息不对称降低的证据。
总体上，后FD时期散户在电话会议举行日的交易量发生小幅增长。而此前，这些会议仅向经过选择的分析师开放。对于盈余公告日价差或交易量方面的变动，则不存在一致证据。
（3）市场如何处理信息
FD条例的批评者认为，在对选择性披露实施管制前，公司管理层向重要的财务分析师提供盈余指南有助于市场形成对未来盈余业绩准确且及时的预测。批评者进一步主张，在FD条例通过后，基于诉讼风险与竞争态势，公司将不情愿公开披露与前FD时期相当水平的指南信息，这将导致市场盈余预期准确性降低和盈余公告日报酬波动性提升。然而，如果后FD时期公司管理层公开披露盈余指南，并且，财务分析师增加信息搜索方面的努力以补偿任何私人指南的减少，那么，后FD时期市场对未来盈余预期的准确性和盈余公告日报酬波动性很可能不会发生改变。
为了检验上述观点，Bailey等（2003）、 Heflin等（2003）和Francis等（2006）分别对FD条例实施前后盈余公告前与盈余公告日股票波动性的变化情况进行考察。总体上，这些研究的基本结论是一致的。单变量测试均显示，后FD时期，在盈余公告前一个月和盈余公告日报酬波动性显著下降。然而，一旦控制了很可能同时发生的潜在事件，这一影响便消失。Francis等发现，在引入免疫于FD条例的非美国ADRs作为控制企业后，相对于选择性披露无管制时代，后FD时期不存在任何盈余公告报酬波动性的变化。这些发现与其他有关后FD时期管理层增加公开披露、补偿私人信息披露减少的证据相一致。
2．财务分析师的预测表现
许多有关FD条例的文献主要从三个层面考察分析师预测的变化：预测更新对股价的影响、盈余预测准确性和盈余预测分散性。在检验分析师预测表现的差异时所面临的一项挑战是，由于分析师的盈余预测及建议属于公开信息，掌握私人信息较少的分析师会迅速吸收并仿效那些信息灵通的分析师之研究结论。于是，信息更为灵通的分析师其竞争优势会反映在对预测或建议作出更及时的更新，或者反映于与客户共享的私人信息上，但这可能难以在公开的预测或建议中观察到。
（1）分析师预测或建议对股价的影响
如果FD条例降低了受选择财务分析师的信息优势，那么，在实施FD条例后，其盈余预测与建议的报道价值预期将下降。为了检验这一假设，Gintschel＆Markov （2004）[10]和Francis等（2006）检验T FD条例通过前与通过后的年度中在分析师发布预测和建议公告时股票的波动性。为了确保股票的波动主要与分析师报告或建议相关，Gintschel与Markov将那些与企业盈余公告同时作出的分析师报告及建议排除在外。他们发现，FD条例通过后，作出盈余公告时的股票波动性下降28％。此外，他们指出，对于那些市价与账面价值倍数（市盈率）较高的企业、排名靠前的经纪行中的分析师以及在前FD时期表现最乐观的分析师，这一降低更加明显。他们认为，上述发现标志着FD条例在降低上述三类分析师的信息优势方面是有效的，此前上述分析师均可能通过更早地从管理层处获取私人信息而受益。
Francis等所作的分析类似，但试图对与FD条例的通过同时发生的事件之影响进行控制。他们比较了后FD时期美国企业与非美国ADRs在分析师报告公布时股票波动的变化，结论与Gintschel &Markov （2004）一致，为FD条例降低分析师报告价值这一观点提供了较强支持。
最后Cornett, Tehranian & Yalcun （2007）[11]检验了市场对来自于关联银行与非关联银行分析师降级建议的反应。他们发现，在前FD时期，关联分析师作出降级公告时股价的下降程度要大于非关联分析师作出公告时的情景。这一差异在后FD时期则消失。这促使研究者总结认为，新规则降低了管理层对受欢迎分析师的选择性披露。
（2）盈余预测准确性
关于FD条例通过前后分析师预测准确性的研究发现是混杂的。单变量检验通常认为，FD条例通过后分析师预测准确性降低[Baileyet. al. （2003）, Heflin et. al. （2003）, Francis et. al. （2006），以及Agrawal, Chadha & Chen （2006）[12]]。然而，这一后果可能是基于后FD时期经济状况变动使分析师更难准确预测盈余。为了容许这一可能性的存在，一些研究展开多变量检验，将时间序列模型预测准确性、损失季度、GDP变化和企业重组等控制变量计入在内[ Heflin et. al.（2003），Francis et. al. （2006），and Agrawal et. al. （2006）]。多变量检验的研究发现依据所涵盖的时间期间而有所不同。Heflin等（2003）和Francis等（2006）比较了FD条例通过前后连续六个季度的预测准确性，认为在后FD时期预测准确性未发生变动。而Agrawal等（2006）利用1995年3月至2004年6月这一更长的检验期间，发现在后FD时期分析师预测准确性下降。
其他一些研究则认为，后FD时期分析师预测准确性事实上增强了，因为新规则增加了向那些此前被排除在私人电话会议及与管理层私人接触的分析师的披露[Shane, Soderstrom & Yoon （2001）[13]及Irani（2004）[14]]。 Shane等（2001）检验了#p#分页标题#e#FD条例通过前后预测准确性的变化，但并未控制潜在同时发生的事件。Irani （2004）对两类企业实施检验—在盈余公告时举行电话会议的企业和盈余公告时不举行电话会议的企业—检验其在当前盈余公告时分析师作出的对后一季度盈余预测更新的准确性变动，发现相比于不举行电话会议的企业，后FD时期举行电话会议的企业呈现出预测更新准确性改善的特征。然而，Irani并未区分开放式与封闭式电话会议。在前FD时期开放电话会议的企业不应表现出在后FD时期预测更新的准确性得到任何改进，因为分析师在获取这类企业电话会议信息方面不存在任何变动。由此，研究发现所反映的是FD条例的影响，抑或是对举行电话会议和不举行电话会议的企业产生不同影响的同时发生事件之影响，这一点仍留有疑问。
最后，如上文所指出的，Mohanram et. al. （2006）将分析师预测准确性分割为前FD时期与后FD时期两部分。第一部分的准确性归因于所有分析师均可获取的共同信息（反映于分析师的共识性预测错误），第二部分则归因于各分析师所掌握的特殊信息（反映于预测分散性）。其发现表明，即便控制了宏观层面与企业微观层面影响，在FD条例通过后，特殊信息层面的预测准确性增加。相反，与其他研究一致，多变量检验则显示，后FD时期预测准确性并未发生任何变化。
（3）预测分散性
有关分析师预测分散性的经验证据同样混杂。单变量检验倾向于显示后FD时期预测分散性扩大[Bailey et. al. （2003），Agrawal et. al.（ 2006） , Francis et. al. （ 2006）以及Irani & Karamanou （ 2003）[15]]。如Bailey等认为，后FD时期预测分散性均值（中间值）扩大21％。而Heflin等（2003）则认为，预测分散性均值（中间值）扩大18％。然而，在控制后FD时期经济环境下不确定性增加的影响后，预测分散性扩大则消失。如Heflin等发现，在控制了与预测不确定性相关的宏观与企业因素后，后FD时期的预测分散性不存在变动。Agrawal等（2006）利用多变量检验继续发现后FD时期预测分散性扩大。他们的检验跨越2001年1月至2004年6月的研究期间，而其他研究通常仅关注相对较窄的事件窗口，即FD条例通过后的首个连续二或三个季度。采用更宽窗口的一个考量是增加了影响其发现的同时发生事件的可能性。Francis等（2006）则发现，在FD条例通过后的若干季度期间，那些不受管制措施影响的非美国ADRs在分析师预测分散性方面相对扩大。
最后，有证据表明，后FD时期盈余公告与电话会议前后预测分散性降低。譬如，Bailey等（2003）发现，后FD时期就分析师对盈余公告后未来盈余的不确定性表现出更大解释力。Irani （ 2004）描述了后FD时期举行电话会议的企业季度在不确定性解释方面发生类似增加，这表明新规则向所有分析师提供了更加平等的竞争舞台。
四、结论
有关FD条例对管理层披露、分析师表现和资本市场影响的研究表明，新管制措施对增加公司公开披露、降低分析师对私人信息的获取产生预期影响。在后FD时期，那些此前仅允许经选择的分析师与机构投资者参与电话会议的管理层向小投资者开放其电话会议。同时，在采纳新规则后，管理层也增加了对未来期间盈余的预测。与这些管理层披露增加同时发生的是财务分析师盈余预测和股票建议价值的下降，这与分析师接触私人信息机会的减少相一致。
然而，几乎没有证据表明上述变动与市场流动性或交易量方面的任何变动同时发生（除了在刚开放电话会议期间小额交易量的微幅增加）。分析师预测准确性或预测分散性方面也不存在任何变动，这表明后FD时期分析师可以获取的公开信息（加之任何增加的信息搜索）与该项管制前所收到的私人信息是相当的。
因此，总体上，FD条例似乎既不像其批评者所担心的那般繁重，也未曾像监管层所预期的为增加投资者信心产生裨益。管理层似乎愿意增加主动披露以补偿选择性披露的减少，这意味着批评者提出的对诉讼与竞争的担忧是过分渲染的。然而，公开披露的增加似乎未对投资者信心产生影响。对这一明显的矛盾之处的一个解释是，在FD条例通过前管理层向特定市场专业人士作出的选择性披露是一种有效的公开披露，因为这些披露针对多层卖方分析师而作出，后者的报告与观点可被许多机构客户获得，并迅速地反映于股价中。因此，在FD条例前经选择的分析师及其客户和其他投资者之间的信息不对称至多是适度的，这与新的披露要求对投资者信心的衡量几乎不产生影响相一致。
【作者简介】
陈秧秧，华东政法大学。
【注释】
[1]Securities and Exchange Commission. Final Rule: Selective Disclosure and InsiderTrading. http://www. sec. gov/rules/fmal/33-7881.htm.
[2]Bushee, B.，D. A. Matsumoto, and G. S. Miller, Managerial and investor responsesto disclosure regulation: the case of Reg FD and conference calls. Accounting Review 79,pp. 617-643.
[3]Francis, J.，D. Nanda, and X. Wang, Re-examining the effects of Regulation FairDisclosure using foreign listed firms to control for concurrent shocks. Journal of Accountingand Economics 41，pp. 271-292.
[4]American Depositary Receipts, ADRs，美国存托凭证，代表可在美交易的外国公司股票的所有权，多数非美公司在美国上市均通过美国存托凭证方式实现。美国存托凭证允许美国投资者不通过跨境交易即能买卖外国上市公司股票，其一律以美元计价，并以美元形式支付股息。
[5]Bailey, W.，H. Li, C. X. Mao, and R. Zhong, Regulation FD and marketbehaviour around earnings announcements ： is the cure worse than the disease? Journal of Finance 58，pp. 2414-2487.
[6]Heflin, F，K. R. Subramanyam, and Y. Zhang, Regulation FD and the financialinformation environment. The Accounting Review 78，pp. 1-37.
[7]Mohanram, P. S. and S. Sunder, How has Regulation Fair Disclosure affected theoperations of financial analysts. Contemporary Accounting Research 23，pp.491-525.
[8]Chiyachantana, C. N.，C. X. Jiang, N. Taechapiroontong and R. A. Wood, The impact of Regulation Fair Disclosure on information asymmetry and trading : An intradayanalysis, The Financial Review 39 （4），pp. 549-577.
[9]Lee, C. I, L. Rosenthal and K. Gleason, Effect of Regulation FD on asymmetricinformation, Financial Analysts Journal 60 （3），pp.79-89.
[10]Gintschel, A.，and S. Markov, The effectiveness of Regulation FD. Journal ofAccounting and Economics 37, 293-314. 29.
[11]Cornett, M. M.，H. Tehranian and A. Yalcm, Regulation fair disclosure and themarket' s reaction to analyst investment recommendation changes, Journal of Banking andFinance 31 （3），pp. 567-588.
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